盈余管理是高管減持的前奏嗎

游春暉，厲國威

(1.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430223;2.浙江財經大學會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

委托—代理和高管激勵是現代公司理論中最為重要的議題之一，為了將高管的預期效用與股東的價值最大化目標綁定，激勵高管選擇和實施能夠帶來股東價值增加的行動決策，通過給予高管一定的股票、期權激勵，使其個人財富與公司業績相關聯，是解決委托—代理問題的一種重要制度安排。2006年1月，中國證監會發布并實施的《上市公司股權激勵管理辦法(試行)》首次對上市公司高管股權激勵行為進行了規范，此后股票與期權激勵得到了廣泛地運用，成為高管薪酬契約的重要組成部分。另一方面，在高管滿足限售解鎖條件后，不斷有高管進行減持。根據CSMAR統計，自2006年至2012年，A股市場共發生了10650次高管減持事件，高管減持次數和高管減持金額均呈現出一種上升趨勢。

盈余管理是企業管理層為了獲取私人利益而利用信息的不對稱性，有意識地改變會計中盈利信息的行為［1］。高管股票與期權激勵的實施極大地改變了高管的利益獲取方式，也將導致高管行為發生深刻變化。由于會計盈余信息會影響企業投資者和財務分析師對公司股票價值的判斷，進而影響股價，高管作為公司盈余管理的主體，在進行減持之前，他們會不會為了以一個較高的價格在二級市場出售股票而對企業的經營業績進行盈余管理呢?大量研究表明，高管和企業股東的利益目標并不完全一致，高管的行為符合理性經濟人的假設;當高管減持金額增大時，其進行盈余管理的沖動及程度是否更大?近年來，高管減持、甚至高管集體減持現象的頻繁發生引發了投資者的憂慮，導致股票市場的動蕩，如何加強對高管減持行為及信息披露的監管，保護投資者的利益，維護證券市場的穩定，構成了證券監管的重要議題，但目前仍較少有文獻對高管減持現象進行研究。

二、理論分析與計量模型

現代企業所有權與經營權的分離是委托—代理關系產生的根源［2］，股東與高管的利益雖然都依附于企業的經營狀況，但他們之間卻存在著利益的不一致性。股東將公司視為一種投資工具，分享公司長期經營帶來的凈利潤;而高管卻將公司視為收入、地位、在職消費的來源。雖然股票和期權激勵一定程度上可以彌合兩者的分歧，將高管自身利益與股東利益捆綁［3］［4］，但當高管減持時，高管持股的利益捆綁關系將不再穩固;而當高管全部減持甚至辭職時，這種利益捆綁關系將瓦解(如九州通總經理辭職)。為了規范上市公司高管等內部控制人的股權交易行為，2007年4月證監會發布了《上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規則》，同年5月深交所進一步發布了《深圳證券交易所上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理業務指引》，但上述管理規則及指引只是針對高管等人員股權變動行為作了一種總括性的規定，并未予以細化，容易被高管等內部控制人規避。另一方面，我國證券市場存在大量的國有控股企業，控股股東的虛化及內外部監督約束機制不完善使得高管控制權增大，成為具有實際控制權的“內部人”，高管更有可能通過某些途徑實現自身利益的最大化。

資本市場信息不對稱是一種普遍現象［5］，由于高管天然具有公司估值和業績前景等的信息優勢，當其預期公司會出現業績不佳等情況時，可能會操縱公司股票交易價格并擇時減持，以減少可能的損失或獲取更多的私利。但是，高管的管理主義行為是存在風險的，會面臨一定程度的阻礙［6］，如證監部門的監管、稅務部門的稽查、注冊會計師的審計以及股東大會等。一旦被發現，必然受到其他利益相關者的抵制，甚至為此付出聲譽受損、法律風險等沉重代價。為減少風險，高管更可能會在減持前通過其他更隱秘的方式如盈余管理，在其和其他利益相關者之間制造溝通阻滯［1］，通過控制財務報告中的盈余信息，使公司股價保持高位走勢，并在其后將手中股票拋售套現，從中獲利。因此，本文提出假設1:

H1:相對于未減持公司，發生高管減持事件的公司更有可能在減持前進行正向的盈余管理。

在蔡寧、魏明海［7］模型的基礎上，本文設置以下logit計量模型，研究高管減持對公司正向盈余管理概率的影響:

其中，Pi為公司i在T0期間進行正向盈余管理的條件概率，Reducei為公司i高管在T1期間是否減持的虛擬變量①關于盈余管理和高管減持的具體構造，后文的變量和數據部分給予了詳細介紹。，FCi為公司基本特征因素，CGi為公司治理特征因素，Exteri為公司外部因素。

減持規模和減持時的股價是影響高管減持收益的兩個決定因素，當減持規模一定時，減持時的股價越高，減持收益就越大。由于會計盈余信息會影響投資者的決策，進而影響公司股價，受利益因素驅使，當高管計劃在下期加大減持幅度時，其在當期進行正向盈余管理的動機可能會更強烈。如圖1所示②《上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規則》明確規定，上市公司董事、監事、高級管理人員違反《證券法》規定將其所持本公司股票在買入后6個月內賣出，或者在賣出后6個月內又買入的，由此所得收益歸該上市公司所有。同時肖淑芳等(2009)也發現，管理層在股權激勵計劃公告日前三個季度進行了向下的盈余管理，因此本文以半年為期對A股上市公司進行了統計。2009h1代表2009年6月30日，2009h2代表2009年12月31日，依此類推。盈余管理為采用Dechow et al(1995)修正的橫截面Jones模型計算出的可操控性應計盈余。，可以看出高管減持與前一期盈余管理呈現明顯的正相關關系，即當高管減持幅度增加時，其前一期的盈余管理程度也增加了;而當高管減持幅度下降時，其前一期的盈余管理程度也下降了，表明我國證券市場可能存在以配合高管減持為目的的正向盈余管理行為。因此，本文提出假設2:

H2:在其他條件相同的情況下，高管減持幅度越大，其正向盈余管理的程度也越大。

董事會是公司治理的重要機制，主要包括董事會的規模、外部獨立董事的比重以及CEO與董事長是否兩職合一。CEO與董事長的兩職合一可以提高CEO的管理權威和專業化決策效率;但另一方面，兩職合一卻也可能會弱化董事會的獨立監督功能［8］，導致CEO等高管對公司的控制權相對增加。由于我國上市公司股權普遍相對集中，管理層侵害投資者利益的代理問題廣泛存在［9］，當CEO權力集中時(CEO與董事長的兩職合一)，通常其董事會規模也較小，CEO損害投資者利益而被發覺的風險相應降低。Pagano＆Volpin還發現，如果高管私利較高但股權比例偏低，這時高管之間很可能形成利益同盟［10］。我國高管持股比例較低，在兩職合一的情況下，CEO很可能與其他高管合謀在減持之前通過盈余管理的方式制造溝通阻滯并從中獲益。因此，本文進一步提出假設3:

圖1 高管減持與前一期盈余管理

H3:相對于兩職分離的公司，兩職合一的公司其高管減持前的盈余管理程度更大。

假設2和假設3表明，減持規模不同、公司治理存在差異的上市公司，其盈余管理程度也存在顯著差異，為檢驗以上假設，本文設置以下計量模型:

其中DTACi為公司i在T0期間的可操控性應計盈余，Reducei為公司i在T1期間的高管累計減持幅度。

三、變量和數據

(一)盈余管理

1.DTACi為公司在T0期間的操控性總應計盈余，代表盈余管理程度，并采用以下兩種方法估計DTACi:

(1)DTAC(1):根據Dechow et al(1995)修正的橫截面Jones模型，使用同行業同期間所有A股上市公司的數據，對以下模型進行回歸分析:

其中，TACi為樣本公司i在當期的凈利潤減去該公司當期經營活動產生的現金凈流量;TAi為i公司期初總資產;ΔREVi為i公司當期主營業務收入相對于上期主營業務收入的增加額;PPEi為i公司期末固定資產。然后將回歸模型(3)的系數估計值β1、β2和β3代入下式，計算出非操控性總應計盈余NDTACi:

其中，ΔARi為i公司當期應收款項相對于上期應收款項的增加額。最后計算出可操控性總應計盈余DTACi:

(2)DTAC(2):根據Kothari et al(2005)修正的橫截面Jones模型，使用同行業同期間所有A股上市公司的數據計算可操控性總應計盈余DTACi，其具體做法是在回歸模型(3)中加入截距項β0和公司總資產收益率ROAi，即:

再將回歸系數代入下式，計算出可操控性總應計利潤DTACi:

2.盈余管理的財務期間

同一家公司在同一期間可能發生多次減持事件，借鑒蔡寧、魏明海［7］的做法，將其認定為一次減持行為。為配合減持，高管會在減持前進行盈余管理，因此本文將該減持行為的上一期間認定為最有可能進行盈余管理的財務期間。

圖2 盈余管理的財務期間

(二)高管減持

Reducei為自公布T0期間財務報告數據后至公布T1期財務報告數據前公司高管的減持情況，并采用以下兩種方法來衡量:

(1)Reduce(1):為研究高管是否在減持前進行了正向盈余管理(即假設一)，本文將Reduce設置為虛擬變量，當高管在T1期間減持時，賦值為1，否則賦值為0。(2)Reduce(2):為研究是否高管減持越多，其盈余管理程度越強(即假設二和假設三)，本文將Reduce按其減持程度進行計量。由于不同規模的上市公司，其高管持股金額存在顯著差異，因此將Reduce按公司資產規模進行標準化處理，即用i公司T1期各高管減持金額(減持股數×交易價格)之和的自然對數除以該公司期初總資產的自然對數所得的比值來衡量減持程度，該處理方法與蔡寧、魏明海［7］的處理方法類似。

(三)相關控制變量

結合已有研究，本文加入了如下控制變量:總資產收益率(ROA)、凈現金流量(CFO)、公司規模(Size)、是否國有控股(State)、第一大股東持股比例(Top1)、資產負債率(Lev)、行業(Industry)和期間(Halfyear)。

(四)數據來源

以2009－2012年間中國A股上市公司高管減持事件為研究對象，剔除金融保險類上市公司以及交易數據和相關財務數據不全的樣本后，共取得12057個有效樣本。由于《上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規則》規定，上市公司高級管理人員違反規定將其所持本公司股票在買入后6個月內賣出，由此所得收益歸該上市公司所有;同時肖淑芳等的研究也發現管理層在股權激勵計劃公告日前三個季度進行了向下的盈余管理［11］，因此以半年度為期統計發生高管減持的上市公司，最后共取得733個高管減持樣本。本文所有原始數據均來自于CSMAR數據庫，為剔除極端值對回歸結果帶來的影響，對所有回歸模型中的連續型變量進行了winsorize1%的處理。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表1提供了各主要變量的描述性統計結果，樣本期間DTAC(1)和DTAC(2)的均值均為正，雖然最小值和最大值之間差異較大，但其標準差略小于張兆國［6］對2002－2006年間A股市場操控性盈余的統計結果，說明2009－2012年間上市公司總體進行了正向的盈余管理。Reduce(1)均值為0.061，說明樣本期間大多數樣本公司沒有發生減持事件;Reduce(2)均值達到0.647，則說明發生高管減持的公司其高管平均減持幅度比較大。

表1 主要變量的描述性統計

(二)相關系數

表2為各主要變量的相關系數表，表中Reduce(2)與DTAC(1)和DTAC(2)均在1%水平上顯著正相關，說明高管減持幅度與其前一期盈余管理程度間存在一種正向的相關關系，與圖1顯示的結論一致。同時各解釋變量間的相關系數均在0.35以下，且變量間VIF共線性診斷結果均在1.4以下，說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題，從而保證了回歸結果的可靠性。

表2 各主要變量的相關系數表① Reduce(2)為Reduce(1)中發生減持的樣本，由于Reduce(1)為二值虛擬變量，故未列出Reduce(1)的相關系數。

(三)回歸結果分析

表3提供了各模型的回歸估計結果，假設一中DTAC(1)和DTAC(2)為二值虛擬變量，當操控性應計盈余大于0時，其值為1，否則為0。對DTAC(1)的logit回歸估計結果顯示，高管是否減持與其前一期是否正向盈余管理存在顯著的正相關關系，表明高管減持事件的發生加大了公司正向盈余管理的概率;DTAC(2)中Reduce(1)的回歸系數為負，但不顯著，這可能是由于兩種盈余管理計量模型差異造成。進一步對DTAC(1)和DTAC(2)四分位值統計結果分析發現，兩者均呈右偏狀態，DTAC(2)中位值接近于0，但在0以下，與DTAC(1)情況相反。

表3 各模型的回歸估計結果

進一步對發生高管減持事件的樣本公司進行分析，假設二DTAC(1)和DTAC(2)中第一列為為所有減持樣本的回歸結果;由于高管在減持時傾向于進行正向盈余管理，因此本文分析了減持樣本中操控性應計大于0的樣本，其回歸結果見假設二中DTAC(1)和DTAC(2)中第二列。假設二回歸結果顯示，Reduce(2)與DTAC(1)和DTAC(2)均在5%顯著性水平上正相關，說明高管在減持前利用私有信息制造溝通阻滯進行了盈余管理，高管減持幅度越大，其正向盈余管理程度越大，假設二得到驗證。公司基本特征因素中，ROA與DTAC(1)和DTAC(2)顯著正相關，說明平均而言，經營業績良好的公司具有較高的盈余管理;CFO與DTAC(1)和DTAC(2)顯著負相關，由于經營活動凈現金流指標一定程度上可以用于衡量公司的經營風險，說明經營風險越小，公司越可能向下進行盈余管理，該結果與蔡寧等［7］的研究結論相同;Size與DTAC(1)和DTAC(2)正相關，但只有一個結果顯著，因此公司規模不是影響盈余管理的顯著因素。公司治理特征因素中，State與DTAC(1)和DTAC(2)負相關，同時其第二列的回歸結果顯著。Top1與DTAC(1)和DTAC(2)不顯著，說明第一大股東持股比例對于公司盈余管理的影響效果不明顯;Lev與DTAC(1)和DTAC(2)顯著負相關，說明總體而言，公司負債水平越高，債務人外部監督力量越強，越可能降低公司的盈余管理水平。

表中假設三對發生高管減持事件樣本公司進一步分析，將發生高管減持事件的樣本公司按是否兩職合一進行劃分，DTAC(1)中第一列為兩職合一的回歸結果，第二列為兩職分離的回歸結果。回歸結果顯示，Reduce(2)與DTAC(1)的第一列回歸結果顯著為正，第二列回歸結果雖為正，但不顯著。同時其第一列的回歸系數顯著大于第二列，且通過了系數差異性檢驗，說明兩職合一使高管控制權擴大，弱化董事會的獨立監督功能，而兩職分離則能有效抑制高管的盈余管理行為，得到假設三驗證。

(四)穩健性檢驗

為了使結果更穩健可靠，本文還進行了以下穩健性檢驗:(1)在參閱已有研究股東持股內生性文獻的基礎上，研究工具變量對模型2進行兩階段回歸，Durbin-Wu-Hausman檢驗的結果顯示，2SLS的回歸結果與OLS的回歸結果沒有顯著差異，內生性問題并不影響結論;(2)將自公布T0期間財務報告數據后至公布T1期財務報告數據前公司高管的減持金額進行對數化處理，并用其代替Reduce(2)，重復以上的實證研究過程，檢驗結果與前文研究結論基本一致①限于篇幅，該部分回歸結果沒有在文中列示，讀者若需要，可與作者聯系。，因此本文的結論是穩健的。

五、結 論

高管股權激勵是解決委托—代理問題的一種有效方式，在高管薪酬契約中占據重要地位，并已得到廣泛運用;但另一方面，上市公司高管減持事件和減持金額卻也呈現出逐漸增多的趨勢。對2009－2012年間中國上市公司高管減持事件進行分析，研究發現，上市公司在高管減持事件發生之前傾向于進行正向的盈余管理;而且減持金額越大，公司正向盈余管理的程度也越大，表明上市公司確實存在以配合高管減持為目的的盈余管理行為，高管對相關管制規定進行了規避。本文的研究還發現，總經理與董事長兩職分離是抑制高管減持前盈余管理行為的重要因素，兩職合一的上市公司其高管減持幅度與上一期可操控性應計盈余顯著正相關，而兩職分離的上市公司這種現象則不顯著。這種現象有別于以往所發現的新股發行、債務契約、避免退市、政治動機等情形的盈余管理，對維護證券市場秩序，完善公司治理結構提供了新的思路。

雖然我國證券監管部門關注到了高管減持現象可能帶來的不利影響，并出臺了《上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規則》等規范文件，但這些規范文件只是對高管等內部控制人股權交易的數量和時間進行了總括性的規定，如要求每年通過集中競價、大宗交易、協議轉讓等方式轉讓的股份不得超過其所持本公司股份總數的25%，不得在上市公司定期報告公告前30日內等時間段買賣本公司股票等，并未對高管等內部控制人股權變動時可能出現的牟利情形進行詳細的規范，很容易被高管等內部控制人規避和利用。由于市場上普遍存在配合高管減持的盈余管理行為，而高管減持的發生往往會給市場傳遞一種負面信息，導致股價下跌、市場波動，因此監管部門應進一步出臺高管股權變動的詳細規則，對高管減持行為進行規范，加大高管財務舞弊的懲處力度。同時，應進一步加強對高管減持的信息披露監管，建立高管減持的預披露制度，定期向市場預告公司未來的高管減持安排，并對高管減持前的財務報表進行強制審計。另一方面，上市公司還應進一步完善公司治理結構，強化董事會的獨立監督功能。

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